環境規制與地區經濟增長效應分析
——基于中國省際面板數據的實證檢驗

李勝蘭，申 晨，林沛娜

（中山大學嶺南學院,廣東 廣州 510275）

環境規制與地區經濟增長效應分析
——基于中國省際面板數據的實證檢驗

李勝蘭，申 晨，林沛娜

（中山大學嶺南學院,廣東 廣州 510275）

環境規制直接影響企業的成本和收益，進而對地區和國家的經濟績效產生作用。同時，環境規制間接促使企業改善環境質量、樹立 “環境責任”的良好形象，贏得聲譽價值。本文基于環境規制對經濟增長作用機制的理論分析，使用1997-2010年中國30個省份的面板數據進行了相關實證檢驗。研究表明，全國范圍內，環境規制強度與經濟增長之間不存在統計意義上的顯著關系，但東部和中部地區則分別呈現倒 “U”和 “U”型關系，西部地區在立法層面雖具 “U”型特征，卻因追求短期經濟利益導致環境規制在執行過程中失效。此外，規制工具還可通過限制環境污染物的排放與資源的消耗間接促進經濟績效的提升。

環境規制；地區經濟增長；傳導機制

一、引 言

經濟發展伴隨著環境問題的加重,已被不同國家的歷史經驗所證實（彭水軍、包群,2006）［1］,中國近年來歷經的環境問題也日益成為經濟發展的焦點。面對資源約束趨緊、環境污染嚴重、生態系統退化的嚴峻形勢,中國 “十一五”規劃綱要提出建設資源節約型、環境友好型社會的目標；“十七大” 報告首次提出 “生態文明” 的理念；“十八大” 進一步提倡 “加大生態文明建設”；十八屆三中全會更是將生態文明建設作為 “五位一體”總布局中的重要一環,要求建立系統完整的生態文明制度體系。國家的一系列政策無疑要求環境保護與經濟發展相輔相成,二者走可持續發展之路。然而,在市場經濟實踐中,環境保護與經濟發展常表現為矛盾統一體,呈現出兩難格局（張紅鳳等,2009）［2］。鑒于環境資源的公共物品性質和環境問題的負外部性,以及微觀經濟主體機會主義的存在,環境問題靠市場機制自身難以解決,因而環境規制被視為矯正市場失靈的重要工具。但是,在微觀層面上基于減排導向的環境規制雖然能控制企業的污染排放行為,卻不可避免的增加了治污成本,影響企業的競爭力（沈能,2012）［3］,從而束縛經濟績效的提升。我國現行的環境規制能否使得經濟增長和生態環境保護在此消彼長中達到某種均衡？在降低環境污染、提升環境質量的同時,促進產業結構升級、經濟轉型與可持續發展？筆者認為,分析環境規制對經濟增長的作用機理以及實證檢驗環境規制的經濟效應等問題具有較強的理論和現實意義。

二、文獻綜述

現有文獻中,環境規制強度與經濟發展水平之間的關系主要有三種觀點：（1） “不利論”。其理論基礎是“合規成本說”,以Gollop和Roberts（1983）［4］、Barbera和McConnell（1990）［5］、Walley和Whitehead（1994）［6］等為代表人物。持 “不利論”觀點的學者認為,環境規制給企業造成新的成本因素,稱之為 “合規成本”,為企業帶來 “額外”負擔,降低產出和利潤水平,削弱企業競爭力。除此以外,企業的污染控制支出可能會擠占其它生產性投資,在資源有限的情況下,環境規制將間接增加企業的機會成本。（2）“有利論”。其理論基礎是 “波特假說”（Porter&Van der Linde, 1995；Porter,1996［7］［8］。該派學者認為,選擇適度的環境規制強度,能夠激發企業創新,催生生產過程與產品的 “創新補償”效應（即工藝創新補償和產品創新補償）,進而降低企業成本,并能進一步帶來技術擴散效應,提升企業的生產率,同時實現企業自身結構和產業結構的優化升級,最終提升產業的市場競爭力。然而,“波特假說”有兩個前提條件：一是資源配置、技術和消費需求等條件是可變的動態模型；二是環境規制工具必須是 “恰當設計的”。（3）不確定的 “綜合觀點”。“綜合觀點”者認為,綜合效應的結果是不確定的,或者說對不同的市場主體是不一致的。

近年來,國內學者分別從國家、地區、產業或企業等層面對環境規制與經濟發展的關系問題進行了實證檢驗,結果不盡相同。王文普（2012）［9］認為,中國的環境規制總體上并未阻礙經濟增長,競相降低環境標準反而會阻礙地區經濟的良性發展。熊艷（2012）［10］指出,中國的環境規制與經濟增長從長短期上看都呈U型關系,顯著性隨時間推移而上升。為避免國家或地區層面的研究可能存在數據加總問題,一些學者將研究視角延伸至產業部門甚至微觀企業。傅京燕和李麗莎（2010）［11］對制造業的研究發現,中國的污染密集型產品并無比較優勢,且環境規制對比較優勢的影響呈U型。涂紅星、肖序（2013）［12］的實證檢驗發現,環境管制也沒有降低水污染密集型行業的經濟績效。

盡管圍繞環境規制與經濟發展的關系進行研究的文獻很多,但是并未獲得一致的實證結論,這可能是由于缺少對環境規制影響經濟績效傳導機制的系統性總結,使用的環境效果變量也比較單一。本文試圖在已有研究基礎上做出以下貢獻：第一,基于環境規制影響經濟增長的作用機制設定實證模型進行驗證；第二,使用主成分分析從多個環境污染和資源消耗指標中選取公共因子,綜合衡量生態效應；第三,結合東、中、西部的區域特征,對環境規制的作用差異進行原因剖析,并提出相應的政策建議。

三、環境規制影響經濟增長的作用機制

由理論分析可知,環境規制直接影響公司績效,對控排企業的凈效應總和構成了其對部門經濟的凈作用力,并最終形成對地區和國家經濟績效的凈影響。環境規制對企業的影響根據作用渠道又可分為直接和間接兩種傳導機制（如圖1所示）。

圖1 環境規制的作用機制示意圖［9］

（一）直接傳導機制

直接效應具有積極與消極兩面性。積極效應表現為：（1）刺激企業技術創新,確立競爭優勢。隨著環境規制強度的提高,政府對相關產業的政策傾斜將為企業帶來創新契機,推動新型環保材料和設備的開發以及生產工藝的完善,這種產品（創新）補償效應使得產品價值增加或生產成本降低。環境規制還會促使企業開發污染控制技術以優化其生產過程或廢物管理,提高資源的生產率,這種效應被稱為過程（補償）效應。產品補償和過程補償效應的共同作用,有助于企業通過創新確立和保持競爭優勢。（2）提高市場準入 “門檻”,防止新競爭對手進入。環境規制政策實施后,現有企業由于治污技術成熟和規模經濟享有更大的成本優勢,這種阻礙新企業進入,減少行業競爭的作用被稱為進入壁壘效應。企業也可能受制于環境約束進行減污投資而造成績效的下降：（1）提高企業的生產成本和交易成本,導致需求下降。環境規制致使排污稅/費、排污許可證、投入品價格等直接生產成本和污染測量監控、與政府和供應商談判等交易成本提高,不利于簡單再生產與擴大再生產,由此導致的銷售價格上升也可能會降低產品的需求。（2）占用稀缺資源,擠占生產性投資。新的減污設備和生產工藝的開發使用需要大量前期投資和人員培訓,向新設備的過渡也需要一定的轉換成本和報廢成本,同時企業的稀缺資源,如高素質的人才等被用于改善環境質量,導致生產性投資被擠占,資源利用效率也受到限制。

（二）間接傳導機制

環境規制產生的外部壓力會迫使企業改善環境質量,向社會傳達 “責任投資”和 “綠色投資”的信息,從而給企業帶來各方利益相關者的反饋效應。環境規制影響企業經濟績效的間接傳導機制如下：（1）促進產品差異化,創造新的需求。隨著消費者對環境保護的重視,綠色產業和環境責任履行程度較高的企業越發受到市場的青睞。環境規制可促使企業把被動的減污轉化為主動的環境治理投資,帶來難以被模仿的產品差異化特征,在競爭中脫穎而出,提高產品的銷量和附加值。（2）提高企業的品牌和聲譽,培育無形資產。利益相關者理論和企業社會責任理論揭示了企業文化、聲譽等無形資產的重要性,提高環境質量為企業贏得品牌和聲譽,擴大社會認可度和影響力,無形資產價值的上升還可改善公司在資本市場上的表現。（3）提高利益相關者的忠誠度,降低風險和營運成本。企業減少環境污染的努力有利于提高消費者、供應商、員工等利益相關者的忠誠度,降低企業的風險和營運成本,例如減少高素質員工的流動,降低融資難度和成本,減少原材料價格和保險費等。與政府當局的良好關系還可以減少企業的合規成本,如稅費、許可證成本、罰金和訴訟成本等。

由此可見,環境規制對企業經濟績效的影響具有很大的不確定性,其凈效果取決于企業特征、環境問題、政策工具、產業結構和區位特征等多種因素作用下的直接和間接傳導機制影響程度的相對大小以及機制間的相互作用。

圖2 環境規制對企業績效影響的直接和間接傳導機制

四、實證分析

（一）模型

基于上述機制分析,本文參照目前相關學者的主要研究思路,將實證方程設定如下：

其中,IAVPC為經濟增長的代理變量,ER為環境規制強度的變量,F為反應生態環境質量的變量,X為其它相關控制變量,ui和γt分別代表個體效應和時間效應,εit是隨機擾動項。

對于模型的估計結果,我們主要關注以下幾點：（1）環境規制變量與經濟增長的直接關系呈現何種規律,即系數β1與β2；（2）在我國,環境規制對于經濟增長的間接作用效應,即系數β3；（3）東、中、西部是否會由于區域性差異而呈現出不同的結果表現。

（二）變量和數據

本文使用1997-2010年中國各省區市的面板數據,數據來源為1998-2011年各省區市統計年鑒、《中國統計年鑒》、《中國環境年鑒》、《中國勞動統計年鑒》 和 《新中國六十年統計資料匯編》,使用現價統計的變量均剔除價格因素,抵減為1991年的不變價。

對于被解釋變量的選取,以人均工業凈產值（萬元）（IAVPC）作為經濟增長指標的代理變量。因為工業的發展是影響環境問題的最主要因素,且我們在測算環境質量的變量指標時,主要選取了工業廢水、廢氣和廢物等排放量以及工業資源使用量作為地區資源環境指標的刻畫,因而以人均工業凈產值作為被解釋變量能確保回歸方程的一致性。

如何準確度量環境規制強度（ER）當前仍是難題,國內外學者設計的衡量標準主要遵循五種思路：（1）環境規制政策的數量和質量,基于數據可得性,學者通常以環境規制法律政策的多少考察環境規 制 強 度 的 高 低 （王 兵 等,2010；Low, 1992）［13］［14］以綠色指數即地方政府頒布的法令數量來度量環境規制強度；（2）環境規制政策的執行力度,包含規制機構對企業排污的檢測次數（Brunnermeier&Cohen,2003）［15］、排污費收入（Levinson,1996）［16］等代理指標；（3）企業的遵循行為,如污染治理和控制支出占生產成本或產值的比重（Berman&Bui,2001；沈能等,2012）［17］［3］等；（4）污染控制的實際效果,包括污染物排放量的變化（傅京燕、李麗莎,2010；李玲、陶鋒,2012等）［11］［18］和不同污染物排放密度（Cole&Elliott, 2005；張文彬等,2010）［19］［20］等；（5）人均 GDP（收入）（Mani&Wheeler,2003；陸旸,2009等）［21］［22］。據此,為綜合考量地區環境規制強度,本文分別用 “當期設立的地方環保法規、規章和標準量（LAW）和滯后一期的累計設立的地方環境規制政策的數量①中國環境法制體系包括環境法律體系以及國家和地方環境保護標準體系。環境法律體系又稱立法體系,我國主要由憲法、環境法律、環境行政法規、環境部門規章、地方環境法規、地方政府環境規章和其他環境規范性文件7個層次構成。環境規制政策從頒布到施行一般都歷經數月,環境規制效應通常亦具有滯后性,因而本文在考察環境立法效應時,在模型中同時加入了當期設立的地方環境法規、規章和標準數和累計設立的地方環境規制政策的數量（滯后一期）。（CELAW-1）”以及 “工業污染治理投資完成額占工業增加值的比重（PCIAV）”兩類指標作為衡量政府環境立法和實施狀況的代理變量②感謝匿名審稿專家的建議,本文的初稿只采用累計設立的地方環保法規標準數作為環境規制強度的替代變量,但匿名審稿專家認為單純的環境規制政策數量指標不足以全面衡量地區環境規制強度,且不可忽略我國環境保護的執行意愿。。

表1 R的特征值和特征向量

對于環境效果的測度,采用各指標的混合衡量,本文選取1997-2010年期間除西藏和港澳臺外的中國30個省區市的相關環境污染（工業廢水排放量（industrial wastewater）、工業二氧化硫排放量（industrial sulfur）、工業煙塵排放量（industrial fume）、工業粉塵排放量（industrial dust）和工業固體廢棄物（industrial solid））和資源消耗（工業用水總量（water usage）和折算為標準煤單位的能源消耗量（energy usage））的數據。為了在降低 “維度”的同時盡可能保留原有數據的信息,本文采取主成分分析法。運用Stata12,首先將上述7個指標標準化后得到無量綱數據。第二步,通過主成分分析的方法,為各指標賦予相應的權重,現有研究一般根據前幾個主成分的累積貢獻率大于某一特定值（如85%）來確定主成分個數。

表1結果顯示,前三個主成分的解釋力度達到了88.48%,由此作為回歸選取因子個數的依據,其基本上保留了原有指標的信息,因而可以用它們來代替原有的7個指標,且由表2中的KMO值可見,7個變量指標都在可接受范圍內。

表2 第一、二、三特征向量及KM O值

假設第一主成分、第二主成分和第三主成分分別用F1,F2和F3表示②分別為7個指標標準化后得到的無量綱數據。：

以各個主成分所對應的特征值占所提取主成分的特征值之和的比重作為權重,因而得到如下主成分的綜合指標：

將影響經濟增長的控制變量設定如下：（1）實物資本投資增長率（ln K）③kt=（1-δ）kt-1+It,此處k是資本存量,δ為資本折舊率。本文參考張軍等（2004）的方法,假定折舊率δ9.6%,I是用1991年價格來衡量的各年實際固定資產投資（萬元）。；（2）人力資本投資H,以六歲以上人口每十萬人中大專以上學歷人數（萬人）衡量；（3）結構變量,用工業增加值占地區生產總值的比重（IAVGPR）表示區域產業結構；（4）開放程度變量,以出口貿易總額占地區生產總值的比重（TRADE）衡量；（5）財政分權變量,用各地區的財政赤字占財政支出的比重（FISCAL）表示,體現地方政府的財政自主度。

（三）實證結果分析

表3和表4分別報告了1997-2010年的全國樣本和分樣本的估計結果。模型（1/3）與模型（2/ 4）分別是普通的固定效應模型與隨機效應模型的回歸,本文運用考慮了擾動項非i.i.d下的Robust Hausman檢驗,結果選擇固定效應模型。由于本文采用了典型的 “大N小T”的短面板數據,因而無需考慮數據的動態特征進行單位根及協整檢驗。在雙維固定效應模型下,運用修正的Wald統計量和CD統計量分別檢驗截面異方差與截面相關,結果顯示均拒絕原假設,說明擾動項方差陣既存在截面異方差也存在截面相關,所以運用PCSE的Robust方差對固定效應模型的估計進行修正。

表3 環境規制強度對全國經濟增長效應的實證結果

表4 環境規制強度對地區經濟增長效應的實證結果

模型（5）中,變量LAW、LAW2和LAW*F三個變量的系數都不顯著,說明各地當期頒布的環境政策制度沒有立竿見影的效果,因而在模型（6）中舍去該變量再次進行回歸。結果顯示,代表環境立法強度的變量CELAW-1和CELAW2-1的系數一正一負,但一次項的系數不顯著；而模型（7）中代表環境規制實施強度的變量PCIAV,結果與CELAW-1一致。為節約篇幅,分樣本估計只列出關鍵變量的結果。表4可見,東部地區表現出與全國樣本趨同的倒U型關系,且非常顯著；中部地區β1與β2的符號卻是一負一正,顯著地呈現U型特征；西部地區雖然環境立法強度與經濟增長也呈現出顯著的U型關系,但執行過程中似乎并無產生實際效果,變量PCIAV的系數并不顯著。筆者認為,東部地區經濟起飛快、基礎好,政府開始制定實施的環境規制嚴格度吻合于當地企業承載力,加之環境法律法規、政策規章日趨完善,環境規制的合理形式為企業提供了良好的法制環境,施行嚴格的環境法規政策有利于刺激企業快速實現技術創新,帶來經濟與生態績效的雙贏。然而環境規制亦不能無限制的嚴格,否則會提早倒U型拐點的出現,事倍功半。中部地區的表現與傳統理論研究直接作用中的 “遵循成本說”和 “創新補償說”相一致。為治理環境污染外部性,早期在嚴格的環境政策下,企業需要支付一定的污染治理費用,增加企業的成本負擔,同時又沒有能力通過自身的技術創新彌補治污成本、提升競爭優勢,必然導致生產率和利潤率的下降,而當經濟發展走向成長期趨于成熟時,合理的環境規制卻能刺激企業創新,技術擴散和結構升級效應足以補償抵消遵循成本的損耗,提高企業生產率和競爭力,由此既可減少污染排放,改善環境質量,又能促進經濟的健康發展,即環境規制與經濟增長出現U型結構關系。在中央的政策引導下,雖然西部地區的環境立法有較為顯著的效應,但實施過程中失效。表4中代表環境污染強度指標的F,只有西部地區的系數符號顯著為正,即污染越大經濟增長越快。意味著西部地區仍存在動力維持以犧牲環境資源為代價的經濟發展模式,致使環境規制停留于立法形式而無實際執行效力。模型（6/7）中的交互項CELAW-1*F與PCIAV*F系數顯著為正,表明通過環境規制通過約束企業排污行為、提升環境質量會促進經濟的增長,與前文間接傳導機制的理論分析一致。

模型（6/7）影響經濟增長的其它變量中,實物資本投資增長率（ln K）及人力資本投資（H）和人均工業凈產值（IAVPC）之間存在著顯著的正相關關系,這與經濟增長理論中的結論一致。物質資本的快速積累是解釋中國經濟30多年來持續快速增長的一個重要因素,同時基礎教育的普及、教育結構的改善及與之相輔相成、齊頭并進的科技事業的發展為中國經濟提供了不竭的人才資源,對經濟增長的貢獻作用不言而喻。區域產業結構（IAVGPR）與開放程度變量（TRADE）對經濟增長的作用表現為正,但不顯著。第二產業比重的提升并不能顯著導致人均工業凈產值（IAVPC）的增加,我國當前粗放型的工業化路徑以及規模的一味擴張并不能促使價值鏈的快速提升,因此我國應進一步考慮三產結構及第二產業內部結構的優化升級。目前,中國對外貿易依存度高達70%,然而由于國際市場的波動及國家間的政策變化,必然導致這種高度依賴進出口貿易的外向型經濟模式對經濟增長的持續推動力甚微。指標（FISCAL）反映了地方政府在當地經濟發展中的參與度,政府通過招商引資、基礎設施建設、科教教育投資等可助推經濟增速,但若大搞政績工程,盲目擴張項目、壓抑民營企業、破壞市場經濟,則將造成資源耗竭、環境污染、增長乏力、泡沫膨脹,從而從根本上損害地方經濟的可持續發展。回歸結果顯著為負,說明當前我國地方政府參與地方經濟發展的負面效應更重,參與方式有待轉變調整。

五、結論與啟示

本文的理論和實證分析表明,環境規制可通過直接和間接兩種渠道影響企業的經濟績效,進而帶來部門、地區和國家的經濟效應。在全國范圍,環境規制強度與經濟增長之間不存在統計意義上顯著的規律關系,但東部和中部地區則分別呈現出明顯的倒 “U”和 “U”型關系,西部地區雖然環境立法強度與經濟增長也呈現出顯著的U型關系,但執行過程中似乎并無明顯實效。上述研究結果具有較強的政策含義,地方政府應依據各地產業特性和行業特點,因地制宜地制定施行差異化的環境規制政策。

第一,在東部地區,政府切忌走入盲目提高環境規制強度的誤區,應適時修訂環境法規標準,調整至環境與經濟協調發展的合理水平。學習歐盟、美國、日本等發達國家的先進經驗,探索嘗試新型規制工具,更好的激勵企業進行綠色技術研發,創新治污技術,以此來提高企業生產率和國際競爭力。支持環境增值產業的發展,做好生態經濟的示范工作。

第二,中部地區短期內處于 “U”型曲線的下降階段,為了使其盡快突破 “U”型曲線的拐點,平穩地過渡到環境規制促進經濟加速發展的階段,政府應綜合運用命令-控制型和以市場為基礎的激勵型市場規制等多種環境規制手段,賦予企業一定的靈活性,刺激企業進行排污技術創新,使環境規制的 “創新補償”效應盡快超過 “遵循成本”效應,促進地區經濟的增長。

第三,雖然西部地區經濟基礎較為薄弱,但也不可延續現有的粗放型發展模式,理應使環境政策行之有效,充分發揮環境規制的直接和間接傳導機制的共同作用。因地制宜、取長補短、求同存異、發展特色,利用西部的環境優勢創造更高經濟價值,早日步入生態保護與經濟增長 “雙贏”的軌道。

最后,通過環境規制約束企業行為而帶來的環境質量的提升能促進企業績效的提高,因此政府應該鼓勵企業主動加大環境責任投資,履行企業的社會責任,實現我國環境質量和經濟發展的“雙贏”。

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Environmental Regulations and Regional Economic Growth——Based on the Empirical Test of China's Provincial Panel Data

LISheng-lan,SHEN Chen,LIN Pei-na
（Lingnan College,Sun Yat-sen University,Guangzhou 510275,China）

Environmental regulations affect regional and national level economic performance through two mechanisms. First,they affect corporations’cost and revenue directly；second,they lead to increased efforts of corporations in improving the quality of environment and in building the image of an enterprise that fulfills environmental responsibility.With empirical analysis of panel data of China’s 30 provinces from 1997 to 2010,this paper finds that environmental regulation has no significant relation with national level economic growth,but at the region level,the results are different.Environmental regulation and economic growth follow an inverted U-shaped curve in Eastern regions while the relation is U-shaped in Central regions.Though the relation is U-shaped at the legislative level in Western regions as well,the influence of the regulation fails in the process of execution because of the pursuit of short-term economic interests.Moreover,policy instruments of regulations can improve economy indirectly by restricting the emission of pollutants and waste of resources.

environmental regulations；regional economic growth；transmission mechanism

F205

：A

：1004-4892（2014）06-0088-09

（責任編輯：風 云）

2013-12-06

國家哲學社科基金重點項目（08AJL004）

李勝蘭（1960-）,女,山東章丘人,中山大學嶺南學院,教授,博士生導師；申晨（1986-）,女,湖南永順人,中山大學嶺南學院博士生；林沛娜（1988-）,女,廣東汕頭人,中山大學嶺南學院博士生。